体育锻炼对大学生学业拖延行为的影响：时间管理倾向的中介作用

朱晓东

（广西体育高等专科学校，广西 南宁 530012）

随着“互联网+”教育技术的日益成熟，过度使用网络化和信息化课程教育技术，引发了大学生对网络课程的消极体验和不良情绪[1]，导致学业拖延行为呈上升趋势。学业拖延是指个体在学习过程中难以完成学业任务，源于一种非理性延迟行为，特指学业过程中不良情绪[2]。近年来，学业倦怠和睡眠障碍等心理问题的持续增长与学业拖延行为的恶化有着紧密的关联[3]，因此，亟待寻求出纾解大学生学业拖延行为的有效措施和应对策略。

体育锻炼能够提升大学生的自我控制能力，遏制散漫等不良情绪的产生，可以有效减低和缓解学业拖延行为的加剧[4]。已有学者研究发现，体育锻炼等级与学业拖延行为具有关联效应，持续长周期的体育锻炼可以降低学业拖延行为的发生概率，提升个体的自我效能感，缓解睡眠困难和学业压力增高的问题[5,6]。因此，在前期学者研究基础上提出研究假设H1：体育锻炼可以负向预测大学生学业拖延行为。

长周期的体育锻炼能够帮助大学生提高自我效能感、主观幸福感和心理韧性，有利于塑造健全的人格品质，促使其形成良好的时间管理意识[7-9]。而实证研究结果也表明，时间管理与学业拖延行为负相关，可以通过时间管理类主题活动和体育锻炼行为能遏制学业拖延行为[10]。体育锻炼心理学者认为，个体的执行功能、认知能力、自我效能感等在体育锻炼影响学业拖延行为中起到中介或调节效应[11,12]。学者们在未来研究展望中多次提及到，时间管理倾向是体育锻炼影响自我效能感的重要中介变量这一假说。综合学者前期研究基础，本研究提出研究假设H2：时间管理倾向在体育锻炼影响大学生拖延行为中起到中介作用。

目前关注体育锻炼对学业拖延行为与时间管理倾向等研究较多，但仍未厘清时间管理倾向、体育锻炼、拖延行为之间的关系。综上所述，本研究以广西壮族自治区在校大学生为研究对象，将学业拖延行为纳为因变量、体育锻炼为自变量、时间管理倾向为中介变量，探讨三者的内在关系并进行验证，为全面减弱大学生学业拖延行为提供实践指导和理论参考。

1 研究对象与方法

1.1 研究对象

选取广西5 所在校大学生为研究对象，采取整群随机抽样的方法，于2021年9月5日至28日展开调查。问卷填写发放时已注明知情谅解和不泄露个人隐私等信息，并经得班主任和问卷填写本人知情同意。问卷回收剔除填写时间短、无效及同质性偏高问卷，共计回收问卷709 份。调研对象年龄18～23 岁，男女分别为277 人（39.1%）、432 人（60.9%）；大学一、二、三、四年级学生分别为279 人（39.4%）、158 人（22.3%）、179 人（25.2%）、93 人（13.1%）。

1.2 研究方法

1.2.1 体育锻炼等级量表（Physical Activity Rating Scale-3,PARS-3）

采用桥本公雄编制，梁德清等人翻译、修订的体育锻炼等级量表测量研究对象的体育锻炼参与情况[13]，该量表使用5 点计分法，包括时间、频次和强度3 个条目，总体得分=体育锻炼频次×（体育锻炼时间-1）×体育锻炼强度。总体得分越高，表明研究对象的体育锻炼程度越高。本研究中该量表的Cronbach’s α系数为0.84。

1.2.2 学业拖延行为量表（ Aitken Procrastination Inventory,API）

采用艾特肯编制，陈晓莉等人修订、汉化的学业拖延行为量表测量研究对象的学业拖延情况[14]，该量表共19 个条目，采用5 点计分法，研究对象根据选项1（完全不符合）～5（完全符合）选择合适的答案。总分为各条目得分之和，总分越高，表明研究对象的学业拖延行为越严重。本研究该量表的Cronbach’s α系数为0.89。

1.2.3 时间管理倾向量表（Adolescence Time Management Disposition Inventory,ATMD）

采用黄希庭等人编制的时间管理倾向量表测量研究对象的时间管理倾向情况[15]，该量表包含时间价值感、时间效能感和时间监控观三个维度，共44 个题项，采用5 点计分法，研究对象根据1（完全不符合）～5（完全符合）选择合适的答案。总分为44 个条目得分之和，得分越高，表明研究对象的时间管理倾向越高。本研究该量表的Cronbach’s α系数为0.84。

1.3 统计方法

采用SPSS25.0 软件进行数据分析。采用独立样本t检验分析不同性别在各研究变量上的显著性差异；采用单因素方差分析不同年级在各研究变量上的显著性差异；各变量之间的相关分析采用皮尔逊积差相关；共同方法偏差的检验采用Harman 单因素检验法；中介效应的检验使用温忠麟等人提出的逐步回归法和Process 宏程序中有偏差校正的bootstrap 法。检验水准α=0.05（双侧）。

2 结果

2.1 共同方法偏差检验

本研究采用问卷调查法，3 个测量问卷均是面向同一被试群体进行调研，可能存在共同方法偏差问题，需要进一步采用Harman 单因素检验法对是否存在共同方差偏差进行检验[16]。将体育锻炼、学业拖延行为、时间管理倾向三个量表的所有条目进行未旋转的探索性因子分析，结果提取到最大公因子的解释率为18.41%，远小于40%的临界值，所以本研究不存在严重的共同方法偏差问题[17]。

2.2 不同类别变量中人口学特征分析

使用独立样本t检验和单因素方差分析，分别检验各变量在人口学变量上的差异性。结果显示，体育锻炼、时间管理倾向、学业拖延行为等3 个变量总体得分在性别组间均存在显著性差异。体育锻炼、学业拖延行为得分在年级组间存在显著性差异，事后LSD 多重比较显示，体育锻炼得分上，一年级大学生与三、四年级大学生存在显著性差异；学业拖延行为得分上，一年级大学生与二、三、四年级大学生存在显著性差异。见表1。

表1 人口统计学差异分析

2.3 各变量相关性分析

运用皮尔逊积差相关，分析体育锻炼、学业拖延行为和时间管理倾向等三者之间的相关系数。结果显示，体育锻炼、时间管理倾向均与学业拖延行为呈负相关（r= -0.70、-0.70，P＜0.01），体育锻炼与时间管理倾向呈正相关（r= 0.66，P＜0.01）。见表2。

表2 体育锻炼、学业拖延行为与时间管理倾向的相关性

2.4 时间管理倾向的中介效应检验

采用温忠麟[18]等人提出的逐步回归法，将体育锻炼参与作为自变量，学业拖延行为作为因变量，时间管理倾向为中介变量进行中介效应检验。结果显示，体育锻炼显著正向预测时间管理倾向（P＜0.01），时间管理倾向能显著负向预测学业拖延行为（P＜0.01）；加入时间管理倾向后，体育锻炼对学业拖延行为的预测作用仍然显著（P＜0.01），所以时间管理倾向在体育锻炼和学业拖延行为中起到部分中介作用。见图1。

图1 时间管理倾向在体育锻炼和学业拖延行为中的中介效应检验图

使用Process 宏程序进一步检验中介效应，使用bootstrap 方法重复抽样5000 次，获得中介效应的95%置信区间，如果该区间不包括0，则说明中介效应显著。检验结果显示，时间管理倾向的中介效应置信区间为[-0.33,-0.23]，不包含0，表明时间管理倾向在体育锻炼和大学生学业拖延行为中起中介作用。直接效应和中介效应的数值与占比分别为-0.42（60.00%）、-0.28（40.00%）。

表3 自我效能感的中介效应

3 讨论

本研究结果显示，男大学生体育锻炼总体得分高于女大学生，与王嘉琦等人的研究结果一致[19]，这与男生阳刚、活泼、好动的气质有关，也符合社会角色中男大学生的形象；而学业拖延行为则相反，这与女大学生对环境依赖程度过高和缺乏自律及责任心有关[20]。王克平[21]、周乃润[22]等人研究结果表明，低年级大学生参加体育锻炼的强度、频次和时间均少于高年级大学生，本研究结果与之一致，可能大一新生不适应校园生活、繁重的学业压力以及考试任务挑战等，导致参与课余时间的体育锻炼匮乏。相对于高年级大学生，低年级大学生的学业拖延行为得分较高，本研究结果与王丽平[23]、吴洁[24]等人的研究相同。不同年级大学生时间管理倾向得分虽无差异，但大一年级得分最低，这可能因为大一新生刚入校，对大学所学专业缺乏深层次的认知和判断，仍没有建立较为浓厚的学习兴趣，课堂授课知识点没有深刻的领悟和思考，与教师和其他群体互动沟通较少，喜欢过度依赖教师“灌输式”的教学风格，仍过度依赖“灌输式”的教学模式，欠缺对专业知识的社会实践与探索，尚未形成以解决问题为导向的学习模式，存在职业规划迷茫和专业学习困惑等问题，导致在业余时间管理中较为散漫和自由，这与马煜[25]、李云[26]等人的高年级时间管理倾向得分高于低年级的结论基本一致。

相关分析得出，体育锻炼与学业拖延行为呈负相关，表明体育锻炼参与程度越高，则学业拖延行为越低，这与本研究先前假设H1相吻合。体育锻炼可以提高大学生自我管理意识，改善拖延和拖沓的自我管理意识，还可以提高朋辈之间的互动交流与沟通能力，对缓解大学生学业拖延行为具有显著效果[27]。宗熙熙等的体育锻炼对大学生学业拖延行为研究也发现，体育锻炼对大学生学业拖延具有显著的负向预测作用[28]。本研究相关分析还发现，体育锻炼与时间管理倾向呈正相关关系，表明体育锻炼可以提升大学生的时间管理意识和自我控制能力，与刘瑶[29]、王利雅[30]、李华健[31]等人的研究相一致。而时间管理倾向与学业拖延行为呈负相关，表明时间管理倾向可以抑制拖延、拖沓等散漫情绪表达，这与白文金[32]、邢雅萍[33]等人的研究相一致。

中介效应分析发现，时间管理倾向在体育锻炼与学业拖延行为中存在部分中介作用，即本研究假设H2成立。体育锻炼可以培养人不怕困难和不怕艰辛的意志品质，磨炼人的心理韧性，有助于顽强拼搏意志力的提高，可以打造出阳光爽朗的精神风貌，培育出健全的人格，对自我时间管理和自我控制力是一种洗涤和升华。时间管理倾向得分越高，越有利于个体自我时间管理和规划，可以遏制散漫拖沓等惰性心理的涌现[34]。本研究结果提示高校心理健康辅导工作者，可以从大学生日常体育锻炼参与情况调查入手，厘清大学生体育锻炼参与的人口学画像，外聘和内培体育锻炼心理学教师，设计出精简可行的锻炼计划，从上到下拟定出健身锻炼的鼓励性政策，引导学校领导、教师以及管理人员共同参与到周期性阳光体育运动中，督促学生形成经常性参加群体性体育锻炼活动的习惯，呼吁校园媒介发挥自身优势，营造出积极的校园体育氛围，不断提高大学生应对学业拖沓和拖延行为的时间管理能力和自我约束能力，从而系统优化自我管控能力，培育出自律自强的心理品质，遏制学业拖延行为的发生，进而消除大学生因学业拖延行为带来的困惑和心理疾病。

此外，本研究仍存在一些不足和局限。本研究选取的是体育锻炼等级自评量表，后续研究可引用更有科技含量和智能化的仪器设备，找出更为严密和科学的测评方法与计算方式。本研究是一个横向的基线研究，没有跨单位和地区时段的数据回收，缺乏纵向时间段的系统考察，因而，在未来研究中可以尝试跨时间段、跨区域的调研，从而增加研究结果的可推广性，更为精准的阐释变量之间的因果关系。